基于收入结构视角的城镇化与农民收入关系的协整分析

方娜，王其和

摘要：运用协整分析及格兰杰因果检验方法对中国1978-2013年中国城镇化与农民收入互动关系进行了实证分析。结果表明，从长期来看中国城镇化与农民收入间存在长期稳定的正向变动关系。其中，农民工资性收入、农民转移性及财产性收入与城镇化率互为格兰杰因果，城镇化不是农民人均纯收入、农民家庭经营收入的格兰杰原因，而农民人均纯收入、农民家庭经营收入是城镇化的格兰杰原因。因此，要协调城镇化发展与农民收入增长之间的关系，各级政府应及时制定“以农民收入持续增长为先导、多元化、非均衡、综合发展”的城镇化发展战略。

关键词：城镇化;农民收入;收入结构;协整检验

中图分类号：F328;F224.0        文献标识码：A        文章编号：0439-8114（2014）23-5884-04

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2014.23.067

目前，许多研究主要关注城镇化与农村居民纯收入之间的关系[1-3]，并没有从农民收入来源的角度进行进一步分析。鲜有文献论证近30年城镇化的推进与农村居民纯收入中各来源之间是否存在长期的均衡及因果关系。本研究试图运用计量经济学中的协整理论及格兰杰因果检验方法来具体分析中国1978-2013年的相关经济变量，进一步验证城镇化与农村居民纯收入中哪些来源收入之间存在正向拉动关系，并为今后的新型城镇化政策的制定提供一定的实证基础。

1  城镇化与农民收入互动关系的实证分析

1.1  数据收集

本研究中研究的变量分别为城镇化率（CZHL）、农民人均纯收入（NCI）、农民工资性收入（GZI）、农民家庭经营性收入（JYI）和农民的转移性及财产性收入（CCI）。样本期为1978-2013年，数据均来自历年《中国统计年鉴》，经济变量的原始数据见表1。为了消除原始时间序列中存在的异方差同时不改变原变量之间的关系，并能使其趋势线性化，本研究采用取自然对数来处理原始时间序列，对原始数据CZHL、NCI、GZI、JYI、CCI分别取自然对数，取自然对数以后的新变量分别用L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）来表示。本研究采用计量经济学Eviews 6.0分析软件。

1.2  平稳性检验

对实际的时间序列应该进行平稳性检验，以避免直接对非平稳的时间序列进行回归导致谬误回归，估计结果失去现实意义。采用单位根检验（ADF检验）方法分别对变量L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）进行单位根检验，检验结果如表2所示。

由表2可知，L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）的P值分别为0.908 6、0.856 7、0.992 6、0.985 3、0.972 9均大于0.05，所以不能拒绝原假设，序列L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）都存在单位根，是非平稳时间序列。因此，进一步将序列L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）分别一阶差分，得到ΔL（CZHL）、ΔL（NCI）、ΔL（GZI）、ΔL（JYI）、ΔL（CCI），再分别对其进行ADF检验。由表2可知，ΔL（CZHL）、ΔL（GZI）、ΔL（JYI）、ΔL（CCI）的P值分别为0.000 0、0.000 0、0.006 3、0.002 3，均远小于0.05，ΔL（NCI）的P值为0.087 4，小于0.10，所以拒绝原假设，序列ΔL（CZHL）、ΔL（NCI）、ΔL（GZI）、ΔL（JYI）、ΔL（CCI）不存在单位根，是平稳时间序列。这说明L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）均为一阶单整序列。

1.3  格兰杰因果检验

格兰杰（Granger）因果检验是用于检验两个变量之间因果关系的一种常用方法。首先，分别用L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）同L（CZHL）进行Granger因果检验（表3）。由表3可知：在5%的显著性水平下，L（CZHL）不是L（NCI）的Granger原因，而L（NCI）是L（CZHL）的Granger原因，L（CZHL）不是L（JYI）的Granger原因，而L（JYI）是L（CZHL）的Granger原因;在10%显著性水平下，L（CZHL）是L（GZI）的Granger原因，而L（GZI）是L（CZHL）的Granger原因，L（CZHL）是L（CCI）的Granger原因，而L（CCI）是L（CZHL）的Granger原因。即农村居民人均纯收入、工资收入、家庭经营收入、转移性及财产性收入的提高是城镇化率上升的原因，但是城镇化水平的提高对农村居民人均纯收入、家庭经营收入的提高没有显著的因果关系，城镇化水平的提高是工资性收入、转移性及财产性收入提高的原因。

1.4  协整检验

协整的经济含义在于：两个变量，虽然它们具有各自的长期波动规律，但是如果它们是协整的，则它们之间存在着一个长期稳定的比例关系[4]。协整检验常在检验变量具有同阶单整性的基础上进行，常用的方法有两变量的EG检验和多变量的 Johansen检验。由于L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）均为一阶单整序列，本研究采用EG检验法来检验其协整关系。首先对L（CZHL）与L（NCI）、L（CZHL）与L（GZI）、L（CZHL）与L（JYI）、L（CZHL）与L（CCI）进行回归，然后分别检验上述回归方程得到的回归残差的平稳性来检验上述变量之间是否存在协整关系。利用Eviews6.0分析软件，以L（NCI）为解释变量，以L（CZHL）为被解释变量，用OLS回归模型，输出结果如下：endprint

L（CZHL）=1.719 6+0.244 0L（NCI）    （1）

（18.431 1）（18.908 8）

（0.000 0）（0.000 0）

R2=0.91    F=357.541 8

以L（GZI）为解释变量，以L（CZHL）为被解释变量，用OLS回归模型，输出结果如下：

L（CZHL）=2.137 9+0.222 0L（GZI） （2）

（24.981 0）（15.800 2）

（0.000 0）  （0.000 0）

R2=0.88    F=249.648 1

以L（JYI）为解释变量，以L（CZHL）为被解释变量，用OLS回归模型，输出结果如下：

L（CZHL）=2.014 59+0.219 8L（JYI）   （3）

（17.735 4） （12.954 3）

（0.000 0）  （0.000 0）

R2=0.83    F=167.198 146

以L（CCI）为解释变量，以L（CZHL）为被解释变量，用OLS回归模型，输出结果如下：

L（CZHL）=2.460 6+0.223 0L（CCI）   （4）

（40.871 8）（17.270 0）

（0.000 0）  （0.000 0）

R2=0.89    F=298.250 0

以L（CZHL）为解释变量，以L（GZI）为被解释变量，用OLS回归模型，输出结果如下：

L（GZI）=-7.763 2+3.965 1L（CZHL）    （5）

（-8.907 0）（15.800 2）

（0.000 0）  （0.000 0）

R2=0.88    F=249.648 1

以L（CZHL）为解释变量，以L（CCI）为被解释变量，用OLS回归模型，输出结果如下：

L（CCI）=–9.445 3+4.025 0L（CZHL）    （6）

（-11.669 1）（17.270 0）

（0.000 0）（0.000 0）

R2=0.90    F=298.253 8

在上述各回归方程的基础上，分别对OLS回归得到的残差序列进行单位根检验，由于残差序列的均值为0，所以选择无截距项、无趋势项的ADF检验来检验回归残差的平稳性（检验结果见表4）。检验结果表明，在5%的显著性水平下，上述6个OLS回归所得到的6个残差序列均不存在单位根，均是平稳序列。说明城镇化率与农民人均纯收入之间、城镇化率与农民工资收入之间、城镇化率与农民家庭经营收入之间、城镇化率与农民转移性及财产性收入之间均存在协整关系。

2  主要结论

2.1  农民收入的变动对城镇化率的影响分析

通过对1978-2013年农村居民人均纯收入、农民工资性收入、农民家庭经营收入、农民转移性及财产性收入分别对城镇化率的影响进行分析和计量研究，所得出的结论为：从长期看，农村居民人均纯收入的提高对城镇化率的提升有着显著性的影响，农村居民人均纯收入平均变动1%可引起城镇化率同方向变动0.244 0%;农民工资性收入的提高对城镇化率的提升有着显著性的影响，农民工资性收入平均变动1%可引起城镇化率同方向变动0.222 0%;农民家庭经营收入的提高对城镇化率的提升有着显著性的影响，农民家庭经营收入平均变动1%可引起城镇化率同方向变动0.219 8%;农民转移性及财产性收入的提高对城镇化率的提升有着显著性的影响，农民转移性及财产性收入平均变动1%可引起城镇化率同方向变动0.223 0%。

按照相应的变动幅度的大小排序为：农村居民人均纯收入对城镇化率的提升影响最大，其次是农民转移性及财产性收入，然后是农民工资性收入，最后是农民家庭经营收入。

2.2  城镇化率的变动对农民收入的影响分析

结合Granger因果检验结果，分别对城镇化率对农民工资性收入的影响、城镇化率对农民转移性及财产性收入的影响进行计量分析，得出的结论为：从长期看，城镇化率的提升对农村居民工资性收入的提高有着显著性的影响，城镇化率平均变动1%可引起农村居民工资性收入同方向变动3.965 1%;城镇化率的提升对农村居民转移性及财产性收入的提高有着显著性的影响，城镇化率平均变动1%可引起农村居民转移性及财产性收入同方向变动4.025 0%。

长期来看城镇化率的变动对农村居民工资性收入、农村居民转移性及财产性收入的影响幅度（3.965 1%，4.025 0%）远大于农村居民工资性收入、农村居民转移性及财产性收入对城镇化率的影响幅度（0.222 0%，0.223 0%）。

3  原因分析

从上面Granger因果分析来看，农民人均纯收入的提高、农民家庭经营收入的提高是城镇化率提高的Granger原因，但是城镇化率的上升却不是农民人均纯收入提高、农民家庭经营收入提高的Granger原因。从理论上说，城镇化政策应有利于农民收入的提高，但是在现实生活中，城镇化的推进并未对农民增收带来正面影响，特别是在政策措施不科学或不合理的情况下更是如此。具体体现在以下4个方面：一是居高不下的城镇转移成本影响农民收入的提高。农民从农村向城镇迁移的过程中要支付如制度约束成本、就业成本、生活成本、机会成本、风险成本等名目繁多的迁移成本。向城镇迁移的高成本影响了农民的收入水平;二是不少地方政府借城镇化之机大量征地，侵占了农民的土地收益。由于农民被征用的耕地补偿费低，农民耕地的出卖或流转并未真正带来可观的收入;三是城镇化过程中农村中大量生产要素流入城镇，阻碍了农村经济的发展，制约了农民收入的增加，首先，高素质农民由农村迁移到城镇，造成农民整体素质下降，其次，伴随着农民迁入城镇，大量农村财富流入城镇，如有形的货币资金和家庭生活设施、无形的生产财富的能力等，形成农村资金的非农化，在一定程度上影响了农村经济的发展，制约了农民收入的增加;四是城乡差距拉大，导致农村地区的衰退。长期以来，大多数城镇经济中心地位的形成得益于行政力量，并不符合经济区位优势和交易成本最低法则。城乡差别的拉大，使农村地区的生存和发展条件相对恶劣，农民增收困难[5]。

4  建议

根据上述结论，各级政府应重视以下几方面的工作。

1）制定以农民收入持续增长为先导的新型城镇化战略。城镇化过程是一场深刻的社会大变革，要推动新型城镇化持续、健康、协调、均衡发展，既要遵循规律，顺应发展，又要统筹协调，量力而行，在政府可承受、农民可接受、发展可持续的前提下积极推进。因此，要协调城镇化发展与农民收入增长之间的关系，各级政府应及时制定“以农民收入持续增长为先导、多元化、非均衡、综合发展”的城镇化发展战略[6]。提高农民收入是城镇化发展的第一要务，因此应该以增加农民收入为主要着眼点推进城镇化进程。

2）本研究实证分析表明，在农民工资性收入与城镇化水平之间、农民财产性收入与城镇化水平之间互为因果关系。因此，为了能提高农民收入，不仅需要长期的城镇化政策，还需要兼顾两者之间的协调发展，切实提高城镇化质量，实现农民收入的可持续增长。在今后的城镇化发展过程中，继续为农村居民提供更多的非农就业机会，以使农民收入随着城镇化的发展得到全面提高。盘活农村土地等财产，赋予农民更多的财产权益（如土地流转、集体财产股份分红等），提高农民收入，实现城镇化与农民收入的良性互动。

3）新型城镇化是以人为核心的城镇化，是一个长期复杂的过程，必须保护农民利益，要有产业支撑，有服务保障，在积极稳妥地推进城镇化过程中要协调好大、中、小城市关系，体现出东、中、西部地区的差异性。

参考文献：

[1] 姚寿福.四川城镇化与农民收入关系的协整分析[J].经济问题，2012（7）：83-87.

[2] 陈晓燕.城镇化与农民收入的影响分析[J].农村经济与科技，2011（1）：52-53.

[3] 关大宇.各地区农民收入差异与城镇化发展水平的相互关系[J].统计与决策，2007（2）：61-64.

[4] 李子奈.计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2000.

[5] 章  铮.大多数外出农民工“进不起城”[N].第一财经日报，2012-12-06（A）.

[6] 钟  瑛.新型城镇化需以农民收入持续增长为先导[N].各界导报，2013-07-12（3）.endprint